仁慈領導對員工創(chuàng)新績效的影響：員工情緒狀態(tài)和組織支持感的作用

魏華飛 劉欣欣 李巖潞

（安徽大學，安徽 合肥 230601）

引言

黨的十八屆五中全會提出“五大發(fā)展理念”，排在首位的是“創(chuàng)新發(fā)展”。創(chuàng)新是引領發(fā)展的第一動力，也是企業(yè)長盛不衰的核心競爭力之一。有學者認為員工個體創(chuàng)新其實是企業(yè)創(chuàng)新源泉，也是提高企業(yè)創(chuàng)新績效的根本動力和基礎[1]。領導風格被視為影響員工創(chuàng)造力的主要因素。鄭伯塤等人提出適應中國情境的“家長式領導”后，很多學者基于中國式情境，研究家長式領導與員工行為之間關系及影響機制。在家長式領導的三個維度中，仁慈領導是最受下屬歡迎的一種領導風格[2]。也有學者將家長式領導作為變量研究，認為家長式領導者同時具備“恩”“威”及“以德服人”的特質，仁慈領導更加符合儒家思想核心—仁愛思想，可顯著提升員工積極行為和組織績效，是較為有效的領導方式。在經濟快速發(fā)展時代，員工更關注自身工作體驗，仁慈仁愛不僅是社會責任的體現(xiàn)，更是現(xiàn)代管理者不可缺少的基本素質之一[3]。此外，在家長式領導研究中，已有不少針對威權領導與德行領導的本土化研究，但仁慈領導相關研究較少，尤其是仁慈領導對員工創(chuàng)新績效作用機制方面的研究。從已有研究成果中可發(fā)現(xiàn)，仁慈領導能夠通過創(chuàng)新自我效能感[4]、知識吸收能力[5]等對個人創(chuàng)新行為、創(chuàng)新績效產生影響。但鮮有學者從員工情緒管理角度出發(fā)，研究仁慈領導對員工創(chuàng)新績效的作用機制。仁慈領導表現(xiàn)為領導者對下屬個別、全面而長久的關懷，有助于員工形成積極情緒，抑制員工產生消極情緒。尹俊等研究發(fā)現(xiàn)，在個體內部層面，個體積極情緒對其任務績效和情境績效有正向影響，而個體消極情緒與其反生產行為正相關[6]。

實際上，不僅是不同個體之間工作績效存在差異，即使是同一個體，在不同情境因素下，工作績效也會產生差別。積極情緒與消極情緒是否能起到心理機制作用，將組織管理者因素與個體創(chuàng)新績效聯(lián)系起來，值得關注并探究。

仁慈領導對員工創(chuàng)新績效的效果可能會受到情境因素影響。Erdogan B等人提出，組織支持感（POS）是員工在工作上的兩大組織情境因素[7]。社會交換理論是組織支持感的主要理論基礎，該理論認為，當一個人善待另一個人時，依據互惠原則，會得到他人回報。因此，當組織對員工提供支持時，員工會擁有較高的工作滿意度，從而在工作中獲得積極的情感體驗，組織則可獲得員工較高的情感承諾和工作績效，以及較低的離職率等[8]。組織給予員工物質和資源以及精神上的支持，能夠使員工在工作中更加順利和舒心，更能激勵、刺激員工的創(chuàng)新動機，使其更愿從事創(chuàng)新性活動。為全面研究員工創(chuàng)新績效影響因素，本文在中國情境下考查仁慈領導對員工創(chuàng)新績效的影響，在此基礎上，檢驗積極情緒及消極情緒在仁慈領導與員工創(chuàng)新績效間的中介作用。同時，將組織支持感（POS）作為調節(jié)變量，研究不同組織支持感情境因素下，仁慈領導與員工情緒狀態(tài)及創(chuàng)新績效之間的作用機制。

一、文獻綜述及研究假設

（一）仁慈領導對員工創(chuàng)新績效的影響

仁慈領導的文化根源來自于儒家對理想社會人際關系的設想，即君仁臣忠、父慈子孝、兄友弟順、夫義妻柔、姑慈婦聽，以及互惠規(guī)范理論，即一方為另一方提供幫助或給予其某種資源時，后者有義務向給其提供幫助的人予以回報[9-10]。此文化約束及社交理論下，仁慈領導深受下屬歡迎。仁慈領導表現(xiàn)出對員工的溝通指導，人文關懷、包容及提供支持與幫助等領導行為[11]。仁慈領導對下屬的關懷照顧不僅限于工作方面，也會關注下屬生活層面，例如照顧下屬及其家人，并在下屬遇到生活上困難時給予幫助[12]。林姿葶和鄭伯塤通過實證研究確認仁慈領導的雙因素模式,認為生活層面的關懷可能是華人仁慈領導不同于西方相關領導的最大特色[13]。感受到上級個性化關懷的員工對領導有較高的信任與尊重、認同感，也能與領導在行為、愿景及價值觀方面保持一致[14]。作為上級支持的特定領導文化，仁慈領導有可能為員工提供一個安全心理機制，從而促進員工創(chuàng)造力的發(fā)揮[15]。已有研究表明仁慈領導對員工的工作動機[16]、組織公民行為[17]及領導者有效性等方面具有積極正向影響[18]。因此，本文認為仁慈領導通過對員工的支持與幫助，減少員工在工作上的挫折，有助于激發(fā)員工創(chuàng)新行為，提高員工創(chuàng)新績效。基于此，提出如下假設：

假設1：仁慈型領導正向影響員工創(chuàng)新績效。

（二）仁慈領導對員工情緒狀態(tài)的影響

本文研究的情緒狀態(tài)主要指心境狀態(tài)，它是一種平靜、微弱且持久的情緒狀態(tài)[19]，如積極樂觀的心態(tài)使人充滿自信、精力充沛；而消極的心境容易使人疲憊、自我懷疑等。早期研究中，大多學者均認為情緒狀態(tài)維度是單維的，積極情緒和消極情緒分別是情緒維度的兩端。但隨著學者深入探究，發(fā)現(xiàn)積極情緒和消極情緒可以同時存在，它們相互獨立[20]。根據情緒維度理論，當愉悅度指向為正時，人們會表現(xiàn)出積極情緒狀態(tài)，如激動、熱情、開心等；當愉悅度指向為負時，則表現(xiàn)出悲傷、沮喪、疲倦等消極情緒狀態(tài)。目前鮮有學者研究領導風格與員工情緒的影響機制。有研究表明變革型領導和真誠領導能引發(fā)下屬積極的情緒反應[21-22]。仁慈領導對下屬的人文關懷能夠為下屬創(chuàng)造更為輕松舒適的工作氛圍，從而促進員工進入積極情緒狀態(tài)。此外，仁慈領導對下屬的支持、幫助和激勵等行為會使員工產生高興、滿足等積極情緒。通過溝通指導及包容等領導行為，仁慈型領導者能及時發(fā)現(xiàn)員工不滿情緒并采取適當方式解決，從而防止員工消極情緒產生。綜上所述，提出假設：

假設2a：仁慈領導對員工的積極情緒有正向影響。

假設2b：仁慈領導對員工的消極情緒有負向影響。

（三）員工情緒狀態(tài)對創(chuàng)新績效的影響

根據情感事件理論，個體情緒受工作環(huán)境中事件和狀態(tài)影響。而情緒積累是員工形成工作滿意度、組織承諾等的基礎。Fredrickson認為，積極情緒能拓展個體思維活動序列，因此具有積極情緒的員工更容易提出新思路，并針對新思路的實施提出必要的思維和行為模式[23]。個體積極情緒能使其在工作中產生愉悅感，進而提高人的積極性、活動能力和進取精神[24]，產生對工作有益的積極工作行為，積極工作行為也包括創(chuàng)新行為。Zhou J等通過實證研究發(fā)現(xiàn)，員工積極情緒與員工創(chuàng)新性正相關[25]。當個體處于消極情緒狀態(tài)時，更可能表現(xiàn)出工作動力低、職業(yè)倦怠及反生產力等負面行為[26]。也有學者認為當個體處于消極狀態(tài)時，會從事收益較大的創(chuàng)新性行為[27]，認為當個體處于消極狀態(tài)表明個體感知到自身與理想狀態(tài)的差距，更會選擇努力縮減這種差距。楊亞中認為當員工處于消極情緒狀態(tài)時，其更有可能實施工作退縮行為[28]。而員工積極情緒則能有效抑制員工工作退縮行為。Davis等通過對2006—2007年72篇相關文獻開展元分析，證實積極情緒能夠促進創(chuàng)造力，中性、消極情緒與創(chuàng)造力之間關系并不顯著[29]?；谇罢哐芯?，本文認為，積極情緒與員工創(chuàng)新績效正相關，消極情緒則負向影響員工創(chuàng)新績效。因此，提出如下假設：

假設3a：員工積極情緒正向影響其創(chuàng)新績效。

假設3b：員工消極情緒對其創(chuàng)新績效有負向影響。

仁慈領導行為不僅能直接對員工創(chuàng)新績效產生影響，也會間接通過促進員工積極情緒并且抑制消極情緒產生，從而對員工創(chuàng)新績效產生影響。因此，提出如下假設：

假設4a：員工積極情緒在仁慈領導與員工創(chuàng)新績效之間具有中介作用。

假設4b：員工消極情緒在仁慈領導與員工創(chuàng)新績效之間具有中介作用。

（四）組織支持感的調節(jié)機制

Eisenberger等在“互惠規(guī)范”與“社會交換理論”基礎上提出組織支持感概念。組織支持感是指員工感知到組織重視員工貢獻、關心員工福利程度的總體看法，組織支持感能夠激發(fā)員工關心組織福利、幫助實現(xiàn)組織目標的義務感，并努力工作以回饋組織[30]。Mc Millian于1997年在對服務人員研究中補充Eisenberger觀點，認為組織支持感由工具性支持和社會情感性支持組成，工具性支持主要包括咨詢、物質和人員等功能性支持，有利于員工開展工作；而社會情感性支持包括親密、信任、尊重等，有助于員工自我實現(xiàn)以及滿足社會和心理需要。

仁慈領導對員工創(chuàng)新績效效果受情境因素影響。支持性文化和氛圍感有利于員工發(fā)揮創(chuàng)造性，能夠預測員工創(chuàng)新行為[31]。眾多學者研究表明，組織支持感對員工有積極影響。盧紀華等研究發(fā)現(xiàn)，組織支持感能夠通過滿足員工心理需求，使員工因感受組織對其工作的支持和回報而自覺產生組織期望的行為，甚至以組織利益為出發(fā)點，開展各種帶有冒險性質的創(chuàng)新嘗試[32]。社會需求理論表明，創(chuàng)新過程非常規(guī)性且有較大風險性，采取創(chuàng)新行為的員工往往承受較大壓力，因此員工創(chuàng)新工作需要得到組織支持[33]。

已有研究表明，高組織支持感往往與員工滿意度、創(chuàng)新行為、工作績效等存在正向影響[34-35]。而低組織支持感往往與離職傾向、職業(yè)倦怠等正相關[36]。因此，當員工感知到組織提供高水平支持（比如適當的獎勵、關注、良好的工作環(huán)境、條件設施等）時，員工更易產生愉快、滿足等積極情緒。而根據資源保存理論，個體在應對壓力過程中，如能獲得資源，可減緩資源耗損對個人心理造成的負面影響。社會支持即被認為是重要資源，能夠使個體更好地處理工作壓力，增加個人控制感，組織支持亦是資源之一。當員工感知到較高組織支持時，在仁慈領導者帶領下，員工更易獲得組織上的支持，其應對工作壓力更小，從而能夠抑制消極情緒滋生?；谝陨戏治?，提出以下假設：

假設5a：組織支持感正向調節(jié)仁慈領導與員工創(chuàng)新績效之間關系。

假設5b：組織支持感正向調節(jié)仁慈領導與員工積極情緒之間關系。

假設5c：組織支持感負向調節(jié)仁慈領導與員工消極情緒之間關系。

綜合上述假設，本文的理論模型如圖1所示。

二、研究設計

（一）樣本選擇與數據收集

本文選擇安徽中部多個城市近20個知識型企業(yè)發(fā)放問卷，如移動、電信公司的信息化部、人力部、客戶服務部等。有關仁慈領導、組織支持感及情緒狀態(tài)的變量問卷由員工填寫，員工創(chuàng)新績效評價由其主管填寫，以盡可能控制和減少同源偏差。事先對問卷編號，具體操作時把特定編號問卷分給特定評分者，從而實現(xiàn)管理者與下屬之間的問卷匹配。共發(fā)放配對問卷350份，回收300份，回收率為85.7%。有效配對問卷250份，有效率為83.3%。調查員工中男性占67.8%，女性占32.2%；20～30周歲的員工占50.9%，30～40歲占31.7%，40～50周歲占13.0%，50周歲以上占4.3%；工作年限3年及以下為19.1%，3～5年為23.5%，5～8年為21.7%，8年以上占比35.7%；在受教育程度方面，本科以下占59.6%，本科占35.7%，本科以上為4.8%；在團隊人數方面，1～5人的占比12.6%，6～10人的占23.5%，10～15人的占31.3%，15人以上占比32.6%。

（二）變量測量

本研究采用量表均來自國內外現(xiàn)有文獻中開發(fā)并多次使用的成熟量表。問卷使用李克特5點量表法，1代表完全不同意，5代表完全同意。

仁慈領導選項參考鄭伯塤等人編制的家長式領導量表，共11個題項，包括“我的主管與我們相處得就像一家人一樣”“我的主管盡其所能地照顧我”等[37]。積極情緒和消極情緒采用Watson D等人開發(fā)的情緒量表，積極情緒量表中有“在團隊中，我總是對事情感到有興趣”“在團隊中，我總是興奮的”等共10個題項，消極情緒量表中包含“在團隊中，我總是感到苦惱”“在團隊中，我經常感到羞愧”共10個題項[38]。組織支持感參考Wayne S J等人開發(fā)的10題量表，如“我的主管關心我的工作總體滿意度”“我的主管非常關心我的目標和價值”等題項[39]。創(chuàng)新績效采用張學和博士論文設計的問卷，包括“在工作中，我經常采用新的方法和手段解決遇到問題”“我善于創(chuàng)新，是大家的學習對象”等4個題項[40]。因采用配對調研，對變量問題反復斟酌并修改，以適應互評情境。

圖1 仁慈領導對員工創(chuàng)新績效的作用機制模型

三、結果分析

（一）信效度檢驗及相關性分析

本文借助SPSS19.0軟件檢驗量表信度和效度。采用Cronbach’s α系數檢驗量表信度，所有變量Cronbach’s α系數均大于0.8，表明量表內各題項之間相關程度較高，且刪除單項之后，量表Cronbach’s α系數均有所下降。同時，本研究采用C.R值驗證量表組合信度，如表1所示，所有量表組合信度均大于0.8，說明量表信度良好。

經檢驗，所有量表的KMO均大于0.8（Bartlett Sig.＜0.01），適合因子分析。仁慈領導提取一個公共因子，解釋70.005%的變異，每個因子負荷均在0.7以上。積極情緒提取一個公共因子，解釋69.830%的變異，每個因子負荷均在0.75以上。消極情緒提取一個公共因子，解釋73.197%的變異，每個因子負荷均在0.75以上。感知到的組織支持感（POS）提取一個公共因子，解釋68.112%的變異，題項1和6因子負荷過低，后文分析中刪除該選項。員工創(chuàng)新績效提取一個公共因子，解釋75.747%的變異，每個因子負荷均在0.75以上。因此，研究量表具有較好的信度和效度，適合下一步數據分析。各研究變量的平均數、標準差、相關系數以及量表信度系數見表2。相關分析結果表明，仁慈領導與積極情緒、創(chuàng)新績效、POS之間呈正相關關系，與消極情緒呈負相關關系。從AVE的平方根大于相關系數矩陣中所有相關系數可見，量表具有良好的判別效度。此外，對各變量與因變量創(chuàng)新績效開展多重共線性檢驗，由表2可見，各變量與因變量方差膨脹因子（VIF）均在5以下，不存在多重共線性問題。

表1 量表信效度檢驗

表2 相關性、均值、標準差以及判別效度

（二）積極情緒、消極情緒的中介作用檢驗

在回歸分析時，所選的控制變量為分類變量，因此對其虛擬化處理。性別（0表示女，1表示男）、學歷、工齡、團隊人數均以虛擬化處理。學歷分為專科、本科、碩士及以上，以碩士及以上為參考對象；工齡分為3年以下、3～5年、6～8年及8年以上，以8年以上為參照；團隊人數分為1～5人、6～10人、11～15人及15人以上，以15人以上為參照。

仁慈領導、積極情緒、消極情緒以及創(chuàng)新績效關系分析見表3。從回歸結果而言，仁慈領導對創(chuàng)新績效的回歸系數是0.457（P＜0.01，見模型5）。因此，仁慈領導對員工創(chuàng)新績效具有正向影響作用，H1得到驗證。分析仁慈領導對積極情緒和消極情緒的影響，結果表明，仁慈領導對積極情緒和消極情緒的回歸系數分別為0.488和-0.385（P＜0.01，見模型1和模型2），因此仁慈領導對積極情緒具有正向影響作用，對消極情緒具有負向影響作用，H2a和H2b得到驗證。

分析仁慈領導與積極情緒、消極情緒同時對創(chuàng)新績效的影響，結果表明，在兩個回歸模型中積極情緒和消極情緒對創(chuàng)新績效的影響系數均顯著（P＜0.001），系數分別為0.701和-0.491，表明積極情緒對創(chuàng)新績效具有正向影響作用，消極情緒對創(chuàng)新績效有負向影響，H3a和H3b得到驗證。由表3中模型6可知，在加入積極情緒變量后，仁慈領導對創(chuàng)新績效影響作用有所下降但仍然顯著（系數由0.457變?yōu)?.151)；加入消極情緒后，系數由0.457降為0.323（模型7），但依然顯著（P＜0.01）。可見，積極情緒和消極情緒在仁慈領導和創(chuàng)新績效之間具有部分中介作用，H4a和H4b得到驗證。

（三）組織支持感的調節(jié)作用檢驗

組織支持感的調節(jié)效應分析見表4。從回歸結果而言，以創(chuàng)新績效為因變量時，當仁慈領導變量帶入回歸方程時（模型1），仁慈領導對創(chuàng)新績效回歸系數是0.457（P＜0.01），表明仁慈領導對創(chuàng)新績效具有顯著影響作用。當組織支持感加入回歸方程時，組織支持感對創(chuàng)新績效影響系數為0.191且顯著，說明組織支持感對創(chuàng)新績效具有正向影響作用。將仁慈領導與組織支持感標以標準化后的乘積項引入回歸方程時，結果發(fā)現(xiàn)“仁慈領導*POS”項系數為正值并且顯著（P＜0.05），意味著組織支持感對仁慈領導與創(chuàng)新績效之間正向關系具有強化調節(jié)效果。因此，H5a得到驗證。

表3 積極情緒與消極情緒的中介作用

為驗證組織支持感在仁慈領導與積極情緒中的調節(jié)作用。將仁慈領導、組織支持感以及標準化后的乘積項分別對積極情緒回歸（見表4模型4/5/6），結果顯示，“仁慈領導*組織支持感”項顯著（β=0.139，P＜0.001），說明組織支持感對仁慈領導與積極情緒之間的正向關系具有強化調節(jié)作用。因此，H5b得到驗證。

同理，為驗證組織支持感在仁慈領導與消極情緒中的調節(jié)作用。將仁慈領導、組織支持感以及其標準化后的乘積項分別對消極情緒回歸（見表4模型7/8/9），結果顯示，“仁慈領導*組織支持感”項依然顯著（β=-0.063，P＜0.05），說明組織支持感對仁慈領導與消極情緒之間負向關系具有弱化調節(jié)作用。因此，H5c得到驗證。

四、研究結論

本文以350名員工及領導者為研究對象，運用多元回歸方法，研究仁慈領導、積極情緒、消極情緒以及組織支持感和員工創(chuàng)新績效之間關系。研究結論如下：

第一，仁慈領導對員工創(chuàng)新績效有正向影響作用。當領導者對員工表現(xiàn)出人文關懷、包容、溝通指導、激勵等仁慈領導行為時，基于互惠規(guī)范理論，員工會做出符合領導者期望的行為或表現(xiàn)，通過提升工作績效回報領導關懷。在仁慈領導方式下，員工在工作上更敢于嘗試新方式、表達新想法，這些行為均有助于員工創(chuàng)新并提升其創(chuàng)新績效。本研究結果表明，具有中國特色的仁慈型領導，同樣具有提高員工創(chuàng)新績效的作用。

表4 組織支持感的調節(jié)作用分析

第二，仁慈領導通過影響員工積極情緒和消極情緒，進而對員工創(chuàng)新績效產生影響。仁慈領導既能直接提升員工創(chuàng)新績效，又能通過激發(fā)員工積極情緒、抑制員工消極情緒間接提升員工創(chuàng)新績效。員工情緒狀態(tài)極大影響其工作態(tài)度和行為。仁慈型領導方式給予員工良好工作氛圍和體驗感，在仁慈型領導風格下，員工在工作中出現(xiàn)錯誤會得到領導指正，獲得績效會得到領導表揚，處于輕松、激勵工作氛圍中，多積極情緒，少消極情緒。處于積極情緒狀態(tài)的員工更愿意從事創(chuàng)新性工作，提升創(chuàng)新績效。該結論可為仁慈領導影響員工創(chuàng)新績效機制研究提供新的分析范式，揭示員工情緒狀態(tài)對個人和組織均有重要影響。

第三，組織支持感對仁慈領導與員工創(chuàng)新績效之間關系具有顯著正向調節(jié)作用。對仁慈領導與積極情緒、消極情緒之間的關系起重要調節(jié)作用。員工感知到較高組織支持感時，更愿為組織貢獻力量，更愿開展創(chuàng)新性活動，從而帶來創(chuàng)新績效。在較高組織支持感下，員工工作和生活更順心，消極情緒狀態(tài)持續(xù)性和程度更低。該結論表明，組織應重視員工個體感知，確保各項人力資源、福利制度等能夠加強員工對組織支持感的認知。

五、管理啟示

從員工情緒管理視角出發(fā)，鼓勵管理者通過運用仁慈領導行為激發(fā)員工積極情緒，抑制其消極情緒，從而達到促進創(chuàng)新目的。因此，管理者需處理好組織中的情緒及與之相關行為，尤其應重視員工情緒狀態(tài)。

管理者應認識到領導風格對員工具有重要影響。為改進領導方式，提升員工創(chuàng)新績效，領導者應當關注仁慈領導行為，在工作中，增加對員工的人文關懷、包容、激勵等，加強與員工的溝通，在員工需要幫助和支持時，給予正確指導和鼓勵。

管理者應注重培養(yǎng)員工積極情緒，防止消極情緒滋生。管理者在工作中可通過物質激勵、表揚、溝通、指導等給員工營造良好工作氛圍，防止員工產生消極厭倦情緒。還可以為員工提供輪崗、培訓和晉升機會，提升員工工作滿意感。此外，管理者還可適時舉辦團體活動，提高企業(yè)內部員工之間合作能力及凝聚力，創(chuàng)造良好的團隊氛圍，有助于提高員工積極情緒體驗。

仁慈型領導者應認識到組織支持感對自身領導力的調節(jié)作用，通過增強員工組織支持感提高員工創(chuàng)新績效及積極情緒體驗。具體而言，管理者可采取向員工提供工作支持、關懷員工、關注員工職業(yè)發(fā)展等措施提升員工組織支持感。

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